對外貿(mào)易經(jīng)濟分析精選(九篇)
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第1篇：對外貿(mào)易經(jīng)濟分析范文
摘要：對外貿(mào)易的重要功能之一是推動地區(qū)經(jīng)濟增長,但不同的地區(qū)對外貿(mào)易對其經(jīng)濟增長的影響程度不一。通過采用1993年―2009年年相關(guān)數(shù)據(jù),進行計量分析。結(jié)果顯示進出口額以及直接利用外資額與GDP的增長具有正相關(guān)性,并在分析的基礎(chǔ)上,就增強安徽省對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用提出建議。
關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長；對外貿(mào)易；直接利用外資；實證分析
中圖分類號：F74文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2011）05-0077-02
1 文獻綜述及問題提出
對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系問題一直備受國內(nèi)外學者的關(guān)注,從晚期重商主義學派到亞當?斯密《國富論》中的絕對利益論,到羅伯特遜提出的對外貿(mào)易是“經(jīng)濟增長的發(fā)動機’命題和凱恩斯及其追隨者馬克盧興和哈羅德等人的對外貿(mào)易乘數(shù)原理、以及20世紀80年代中期后,由羅默和盧卡斯提出的內(nèi)生性增長理論,為國際貿(mào)易和經(jīng)濟的長期增長與發(fā)展的關(guān)系提供了更加嚴格的基礎(chǔ),認為對外貿(mào)易通過提供更廣闊的市場、更為頻繁的信息交流和更加激烈的競爭促進該國經(jīng)濟增長。當然也有一些經(jīng)濟學家根據(jù)有些國家尤其是發(fā)展中國家的對外貿(mào)易并沒有促進經(jīng)濟增長的事實,對傳統(tǒng)理論關(guān)于對外貿(mào)易促進經(jīng)濟增長的結(jié)論提出了置疑。以勞爾?普雷維什和辛格為代表的持否定態(tài)度的觀點,他們從分析貿(mào)易條件的角度展開了“中心一”論,認為發(fā)達國家與發(fā)展中國家分別處于國際經(jīng)濟體系的中心與,認為二者在經(jīng)濟上是不平等的。他們認為對外貿(mào)易會使發(fā)展中國家陷人貧困化增長的陷阱,得不償失?？死S斯則認為對外貿(mào)易只是對經(jīng)濟增長起到了刺激性作用,并不是決定性的因素,因此對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用并不確定。
我國學者亦作過相關(guān)研究,魏巍賢采用協(xié)整分析法和方差分解法得出我國的對外貿(mào)易對我國的經(jīng)濟增長具有31%的貢獻。董秘剛利用1978-1998年間我國的對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的數(shù)據(jù)驗證表明其相關(guān)系數(shù)達到94%以上,表明了對外貿(mào)易對我國的經(jīng)濟增長具有明顯的促進作用。許和連、賴明勇采用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗法對中國改革開放以來的出口與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了實證分析,結(jié)果表明GDP、出口與貿(mào)易條件三者之間存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系,說明對外貿(mào)易與我國的經(jīng)濟增長具有很強的相關(guān)性。林毅夫、李永軍利用聯(lián)立方程組模型測算出外貿(mào)出口每增長10%就能推動GDP增長1%。王坤、張書云利用中國1978-2002年間的年度數(shù)據(jù),采用協(xié)整性分析方法,其結(jié)果表明我國的對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長具有長期穩(wěn)定的促進作用。
眾多國內(nèi)外學者對二者關(guān)系進行了研究,但他們大都選擇某一國為研究對象。然而由于各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、開放程度不同,對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響各異。即使在同一國家不同的地區(qū)也有可能出現(xiàn)不相同的情況。鑒于此,本文選擇了中部的安徽省進行研究。對中部正在崛起的典型地區(qū)進行研究,能夠較全面地反映中部對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響,具有較強的理論價值和現(xiàn)實意義。
2 變量及樣本數(shù)據(jù)的選取
本文利用1993-2009年度的數(shù)據(jù)對安徽省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長進行實證研究。模型以安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）,進出口總額（T）、出口額（EX）、進口額（IM）以及直接利用外資額（FDI）為主要分析變量。樣本選取1993-2009年安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值、出口總額和進口總額與2000-2008年安徽省直接利用外資額的數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心和安徽省商務(wù)廳
為了消除時間序列中存在的異方差性,本文將進口總額（IM）、出口總額（EX）、進出口總額（T）直接利用外資（FDI）和GDP分別進行自然對數(shù)變換,變換后的變量分別用LOGIM、LOGEX、LOGT、LOGF和LOGY表示。
3 計量模型與結(jié)果分析
3.1 安徽進出口貿(mào)易額與經(jīng)濟增長的回歸分析
為檢測進出口額對經(jīng)濟增長的作用力度,本文采用Eviews6軟件分別對1993-2009年的安徽進出口總額、出口額和進口額與安徽CDP間做線性回歸分析。考慮到通過對數(shù)化以后數(shù)據(jù)序列易得到平穩(wěn)序列而不改變變量的特征,故對GDP和進出口總額、出口額,進口額的時序數(shù)據(jù)分別取自然對數(shù),結(jié)果保留兩位有效小數(shù),并相應(yīng)記為LOGGDP、LOGT、LOGEX、LOGIM。
（1）建立GDP于進出口貿(mào)易總額的對數(shù)回歸模型為：
參考文獻
［1］王爽,王晨琪.對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析［J］.中國物價,2010,（3）.
［2］陳自印.FDI對我國經(jīng)濟增長影響的實證分析及對策［J］.商場現(xiàn)代化,2006,（2）.
［3］張?zhí)祉?外商直接投資、傳導機制與中國經(jīng)濟增長［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究,2004,（10）.
［4］李榮富,王麗娟,曹雪峰.安徽對外開放.TFP與經(jīng)濟增長的實證研究［J］.金融縱橫,2008,（11）.
第2篇：對外貿(mào)易經(jīng)濟分析范文
摘 要 通過單位根檢驗、協(xié)整方程和Granger因果檢驗,通過對中國1978-2007年經(jīng)濟增長與進出口數(shù)據(jù)的實證分析,發(fā)現(xiàn)從長期來看,對外貿(mào)易為經(jīng)濟增長的Granger原因,但長期來說,進口對經(jīng)濟增長的促進作用要比出口顯著,這主要取決于我國當前的貿(mào)易結(jié)構(gòu)。
關(guān)鍵詞 對外貿(mào)易 經(jīng)濟增長 Granger檢驗
一、引言
改革開放以來,我國經(jīng)濟取得了飛速的發(fā)展,對外貿(mào)易也得到了巨大的發(fā)展,成為拉動經(jīng)濟增長的一個重要的因素。2007年,我國的GDP總值為249529.9億元,較2006年增長11.4%,2007年我國的進出口總額達166740.2億元,較去年增長23.5%。隨著全球經(jīng)濟一體化的趨勢不斷深入,對外貿(mào)易對國民經(jīng)濟發(fā)展的拉動作用日益增強,研究我國的對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系也具有重要的現(xiàn)實意義。
二、文獻綜述
經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易有著密切的聯(lián)系。就二者之間的關(guān)系國內(nèi)外學者都曾做過大量的研究,其觀點大致有三:貿(mào)易促進論,貿(mào)易阻礙論和貿(mào)易折衷論。貿(mào)易促進論的發(fā)展可以追溯到重商主義時期,以威廉?斯塔福德和托馬斯?孟的“貿(mào)易差額論”為代表。該理論認為只有出口貿(mào)易和貿(mào)易順差才可以帶動經(jīng)濟的增長,認為進口貿(mào)易會阻礙經(jīng)濟的增長。李嘉圖則根據(jù)勞動生產(chǎn)率的相對效率的不同提出了比較優(yōu)勢理論,根據(jù)該理論,貿(mào)易可以每個國家生產(chǎn)自己有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品。進而提高社會的勞動生產(chǎn)率,帶來經(jīng)濟的增長。赫可歇爾、俄林提出的“資源稟賦理論”認為一國通過出口自己充裕要素的產(chǎn)品,進口稀缺要素的產(chǎn)品,由此促進資源的合理配置,帶動經(jīng)濟增長。羅伯特遜和R?納克斯建立的R-N理論認為貿(mào)易可以帶來直接的或靜態(tài)的利益。貿(mào)易阻礙論以勞爾?普雷維什和辛格的觀點為代表,他們認為對外貿(mào)易會導致初級產(chǎn)品出口國家的貧困化增長。貿(mào)易折衷論以克拉維斯的觀點為代表,該理論認為貿(mào)易既不是經(jīng)濟增長的充分條件也不是其必要條件,在不同國家的不同時期有著不同的重要性,不一定必然對經(jīng)濟有益。
國內(nèi)學者則就經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易的關(guān)系作了大量的實證研究,其焦點主要集中在兩大方面,一是對外貿(mào)易同經(jīng)濟增長孰因孰果的研究,另一方面是貿(mào)易增長同經(jīng)濟增長的回歸分析。林毅夫和李永軍(2001)通過改進的宏觀模型得出了貿(mào)易增長對經(jīng)濟增長有著促進作用,并且進一步研究出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長有促進作用,出口貿(mào)易則會對消費和投資產(chǎn)生作用進而促進經(jīng)濟增長。林江和王微微(2008)利用1991―2006年的數(shù)據(jù)得出了GDP與進出口之間有著雙向的正向影響的結(jié)論。周慧君、韋葦(2008)、裴旭東(2008)、袁曉玲、楊萬平、葉林(2008)等人通過研究發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長的Granger原因,而趙青霞、溫素霞、賈娟(2008)、宋將(2005)則認為經(jīng)濟增長是對外貿(mào)易的Granger原因?？梢钥闯?對于經(jīng)濟增長和對外貿(mào)易之間的因果關(guān)系國內(nèi)并沒有一個統(tǒng)一的觀點。本文通過計量的分析和檢驗,并結(jié)合經(jīng)典的外貿(mào)理論,對以上問題加以研究。
三、變量選取與數(shù)據(jù)來源
本文選取1978―2007年我國國名生產(chǎn)總值(GDP,億元),進出口總額(TM,億元),出口總額(EM,億元)和進口總額(IM,億元)為樣本,數(shù)據(jù)來源為中國統(tǒng)計局網(wǎng)站和歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》。本文以1978年價格為基數(shù)把數(shù)據(jù)進行換算,結(jié)果如下表。同時為減小異方差存在的可能性,在作模型分析時把各年數(shù)據(jù)作了對數(shù)化處理。分別表示為LnGDP,LnTM,LnEX,LnIM。模型表示為bLn TM= C + 1LnGDP + b2bLnEX + 3LnIM。
四、模型的設(shè)計和調(diào)整
1.平穩(wěn)性檢驗
首先用單位根檢驗法對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性做檢驗,其結(jié)果如下:
由檢驗結(jié)果可知,原序列是非平穩(wěn)的,表明不能使用OSL法進行回歸,在經(jīng)過一階差分后lnIM,lnTM為平穩(wěn)序列,在經(jīng)過兩階差分后GDP為平穩(wěn)變量。
2. 協(xié)整檢驗
根據(jù)協(xié)整理論,首先用OLS法估計回歸方程,然后根據(jù)回歸殘差的單位根檢驗判斷是否存在協(xié)整性。結(jié)果如下:
回歸方程:lnTM=-1.325421+0.329003lnGDP+0.835964lnIM+0.033246lnEX
t=-3.272176 4.357172 18.55717 1.482644
R2 =0.997798 ADR2=0.997543
DW=1.346862 F=3926.293
殘差ei的單位根檢驗值為-3.841263,在1%水平下臨界值為--2.647120,可知協(xié)整關(guān)系存在。但從模型的DW值可以看出模型可能具有自相關(guān)性。經(jīng)White(無交叉項)檢驗知模型nR2 =4.650742,在5%顯著性水平下cc2=7.81473,表明模型沒有異方差。下面用廣義差分法對模型做出調(diào)整。廣義差分后模型DW=1.705948,查表得此時dl=1.198,du=1.650,表明自相關(guān)已經(jīng)消除。變換后的方程如下:
lnTM=-1.57761+0.3844997424lnGDP+0.02041242667lnEX+0.8142858265lnIM
t=-3.049682 3.934430 1.006722 14.29730
R2 =0.995585 ADR2=0.995055
DW =1.705948 F =1878.981
此時擬合優(yōu)度較高,且無自相關(guān)和異方差。若協(xié)整關(guān)系存在,則模型的殘差Ei因具有平穩(wěn)性。對Ei做單位根檢驗知t值為-4.600004,小于顯著性水平為1%下的臨界值-2.650145,故認為Ei為平穩(wěn)序列,變量之間存在協(xié)整關(guān)系成立。根據(jù)該方程,中國GDP、進口總額,出口總額每增長1%,則貿(mào)易總額將分別增長0.3845%,0.8143%和0.0204%。
3.Granger因果檢驗
對各個變量做Granger檢驗可得結(jié)果如下:
由表2可知,在95%的置信水平下,貿(mào)易總額,進口量和出口量都是GDP的Granger原因,這與現(xiàn)實和經(jīng)典的貿(mào)易理論也是相符的。另外,滯后期為2期的時候,GDP同時也是出口的Granger原因,且GDP不是Tm和IM的Granger原因。
五、結(jié)論與討論
根據(jù)以上的分析不難得出一些結(jié)論:
1.貿(mào)易確實是經(jīng)濟增長的原因之一,用經(jīng)典的李嘉圖模型來解釋的話就是貿(mào)易可以通過交換來提高各國的勞動生產(chǎn)率,所以會帶動經(jīng)濟的增長。從我國的實際數(shù)據(jù)也可以看出,其中進口、貿(mào)易總額和出口之間都存在的正的促進作用。用協(xié)整方程式可表示為:
lnTM=-1.57761+0.3844997424lnGDP+0.02041242667lnEX+0.8142858265lnIM
2.我國的GDP與出口之間存在著雙向的正向影響關(guān)系,貿(mào)易總額和進口則與GDP之間存在單項的影響關(guān)系。且長期來看進口對經(jīng)濟增長的作用較出口顯著,這說明我國現(xiàn)在已基本擺脫了供給約束,在當前擴大出口是經(jīng)濟增長的有效途徑,且我國目前正致力于此。
3.長期來看,出口對貿(mào)易增長的作用并沒有想象中的那么顯著,這似乎有悖于傳統(tǒng)的經(jīng)濟學觀點,而且也與改革開放以來我國一直的強調(diào)出口的做法不符。然而從另外一個角度來看,一國的對外貿(mào)易經(jīng)濟的影響可以分為短期和長期兩個方面。短期來說,經(jīng)濟增長的主要原因有三,一是投資,二是消費,三是凈出口,所以短期來看,出口確實是經(jīng)濟增長的一大原因。從長期來看,經(jīng)濟增長的原因則要歸功于要素的增加和要素生產(chǎn)率的提高。而我國目前的貿(mào)易結(jié)構(gòu)則是以進口激素密集型的生產(chǎn)設(shè)備為主,出口則以初級產(chǎn)品為主,所以從長期來看,進口可以有效的刺激生產(chǎn)進而促進經(jīng)濟增長而出口則是在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長有作用。這也提醒我們要改善我國的貿(mào)易結(jié)構(gòu),加大高新技術(shù)產(chǎn)品的生產(chǎn)和出口。
參考文獻:
[1]林江,王微微.中國的對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長――基于VECM模型的實證分析.商場現(xiàn)代化.2008(533).
[2]周慧君,韋葦.中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的互動關(guān)系研究――基于協(xié)整理論和誤差分析模型的檢驗.西安財經(jīng)學院學報.2008(4).
[3]裴旭東.中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的協(xié)整分析及因果關(guān)系檢驗.西安石油大學學報.2008(4).
[4]趙青霞,溫素霞,賈娟.中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的協(xié)整分析.國際經(jīng)貿(mào).2008(549).
[5]宋將.中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長相互關(guān)系的實證研究.廣東財經(jīng)職業(yè)學院學報.2006(1).
第3篇：對外貿(mào)易經(jīng)濟分析范文
關(guān)鍵詞：國際貿(mào)易；貿(mào)易環(huán)境；貿(mào)易政策；對策
一、國際貿(mào)易的環(huán)境效應(yīng)
傳統(tǒng)貿(mào)易理論與實踐往往集中關(guān)注貿(mào)易量差、國家福利等方面，常常忽視環(huán)境這一重要變量，如以比較利益為基礎(chǔ)的李嘉圖理論及赫克歇爾-俄林（H-O）的要素稟賦理論均未考慮到貿(mào)易可能引發(fā)的環(huán)境外部性問題。依照這些理論，自由的國際貿(mào)易會實現(xiàn)帕累托意義上的經(jīng)濟效率，滿足社會需求并增進國民福利。然而，這一觀點只是在靜態(tài)條件和未出現(xiàn)市場失靈的情況下才具有一定合理性，若加入貿(mào)易活動可能引發(fā)的環(huán)境負效應(yīng)情況要復雜的多。研究和實踐表明，一定條件下一國發(fā)展某些比較優(yōu)勢的貿(mào)易活動可能會給它國帶來環(huán)境損害，如跨過河流上游國家砍伐森林以推動林業(yè)相關(guān)產(chǎn)品出口將造成土地沙化和水土流失，從而會嚴重損害下游國家出口型農(nóng)業(yè)所依賴的環(huán)境，導致以鄰為壑，破壞國際貿(mào)易發(fā)展的基礎(chǔ)。經(jīng)濟合作和發(fā)展組織（OECD）認為，貿(mào)易對環(huán)境的影響主要集中在4個方面：同產(chǎn)品和服務(wù)的交換有關(guān)的產(chǎn)品效應(yīng)；同市場和經(jīng)濟活動擴張有關(guān)的規(guī)模效應(yīng)；同生產(chǎn)和消費活動的分布及強度有關(guān)的結(jié)構(gòu)效應(yīng)；同貿(mào)易政策和環(huán)境政策有關(guān)的法規(guī)效應(yīng)。
二、中國進出口貿(mào)易中的環(huán)境困境
（一）貿(mào)易出口中的環(huán)境問題
自上世紀80年代初改革開放以來，我國出口貿(mào)易增長極為迅速，出口依存度一直保持較高水平。但是，在過去相當長的一段時間里，出口創(chuàng)匯的單向需求促使我國出口實施了高投入、高消耗、低效益的數(shù)量型模式，所造成的資源浪費、環(huán)境破壞觸目驚心。
1 生物資源破壞
就外貿(mào)出口而言，由于環(huán)境污染和生態(tài)平衡受到破壞，一些生物資源因盲目、無節(jié)制的捕殺和開采，數(shù)量大為減少，相關(guān)衍生品質(zhì)量下降，出口貨源已經(jīng)或瀕臨耗竭，如盲目出口野生動植物，破壞了地區(qū)生態(tài)平衡，生物多樣性受到嚴重影響；還導致產(chǎn)區(qū)土地沙化、荒漠化；而名貴中藥材出口對資源的破壞更為嚴重，某些地區(qū)人參、杜仲、天麻、砂仁等因采挖過度已瀕臨絕跡。
2 礦產(chǎn)資源損耗
礦物資源的盲目出口導致盲目開采，不僅因此破壞了寶貴的礦產(chǎn)資源，也使生態(tài)環(huán)境急劇惡化，一些礦物在選煉過程中釋放出有毒物質(zhì)或放射性物質(zhì)，嚴重污染并威脅到環(huán)境和成品。資源密集型產(chǎn)品在生產(chǎn)過程中能耗較大，投入自然資源高于產(chǎn)出水平，使原本稀缺資源更加稀缺。
（二）貿(mào)易進口中的環(huán)境問題
1 資源消耗型產(chǎn)品進口
國家統(tǒng)計顯示，近年來我國進口商品中初級產(chǎn)品的總量在波動中減少，而礦物燃料、油及其他有關(guān)原料的進口無論從絕對量還是從所占份額都在增加；尤其是石油天然氣工業(yè)產(chǎn)品的進口正快速增長。自1993年起，中國由石油凈出口國變?yōu)閮暨M口國，隨著油氣需求每年的擴充，中國對國際原油市場的依賴程度加大。
2 易污染型產(chǎn)品進口
進口氟氯烴和使用氟氯烴的空調(diào)器、冰箱等產(chǎn)品，加重了我國環(huán)境壓力，尤其是國家淘汰此類破壞臭氧物質(zhì)的難度。此外，進口化肥、塑料薄膜等形成了新的二次污染。特別是氮肥易使地面水富營養(yǎng)化，造成赤潮，使近海生態(tài)平衡受到威脅，而最終失去農(nóng)業(yè)價值的塑料薄膜則在自然界中難以分解，形成白色污染。
三、我國貿(mào)易科學發(fā)展的環(huán)境策略
實現(xiàn)我國貿(mào)易發(fā)展的可持續(xù)性，必須恰當?shù)匾氕h(huán)境變量，將環(huán)境因素納入政府貿(mào)易政策規(guī)劃的視域范圍。在當代全球貿(mào)易環(huán)境經(jīng)歷深刻變化，“綠色浪潮”洶涌之際，環(huán)境效應(yīng)對促進我國對外貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展顯得尤為緊迫。
（一）確立環(huán)境出口導向、全面推行環(huán)境標準制度
出口的規(guī)模、速度及質(zhì)量關(guān)系到一國國際收支和產(chǎn)業(yè)競爭力，在當前我國出口面臨持續(xù)性“剛性”順差但總體附加值不高，頻頻遭受“綠色壁壘”及傾銷訴訟的現(xiàn)實條件下，企業(yè)必須徹底扭轉(zhuǎn)傳統(tǒng)環(huán)境規(guī)避的貿(mào)易觀，確立環(huán)境出口導向，將出口產(chǎn)品導入更多的環(huán)境質(zhì)量因子，使之成為產(chǎn)品核心競爭力之一。政府及相關(guān)質(zhì)檢部門應(yīng)積極引導各類企業(yè)將環(huán)保作為生產(chǎn)經(jīng)營的重要價值取向，促使環(huán)境指標和其它質(zhì)量指標一起構(gòu)成優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品的內(nèi)涵，大力宣傳彰顯優(yōu)質(zhì)品牌中的環(huán)境優(yōu)勢，通過樹立若干環(huán)境“標桿”型貿(mào)易產(chǎn)品帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)部門的轉(zhuǎn)型提升；此外，努力改善出口貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)，將環(huán)保產(chǎn)品提升為國家出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要組成部分，借助財政、稅收、金融等優(yōu)惠政策培植環(huán)境型規(guī)模經(jīng)濟，對出口型綠色產(chǎn)業(yè)的孵化發(fā)展尤其要給予特殊的政策扶持，努力形成企業(yè)與社會收集綠色信息、制定綠色計劃、開發(fā)綠色產(chǎn)品、從事綠色營銷、開辟綠色渠道、發(fā)展綠色消費的風尚。
鑒于當代國際貿(mào)易中突顯的環(huán)境標準效應(yīng)，我國必須全面加強與國際環(huán)境標準管理制度相銜接的標準認證。首先，要積極推行ISO14000國際標準認證制度，完整對出口產(chǎn)品從設(shè)計、生產(chǎn)到回收過程中綠色方案的施行步驟；其次，積極實施環(huán)境標準制，使出口產(chǎn)品在環(huán)境認證基礎(chǔ)上擴大對環(huán)境標準的適應(yīng)能力；再次，大力拓展與我國主要貿(mào)易伙伴國之間在標識認證領(lǐng)域的合作，推進環(huán)境標識的多邊認可，同時努力擴大標準制訂層面的國際發(fā)言權(quán)，減少不合理的環(huán)境壁壘。
（二）堅定可持續(xù)型進口觀、規(guī)范貿(mào)易類投資準入
進口是一國對外貿(mào)易體系中不容忽視的重要一極。受歷史產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和傳統(tǒng)貿(mào)易政策影響，我國貿(mào)易活動中一度存在“重出口輕進口”的傾向，對進口的戰(zhàn)略性地位和發(fā)展層次的認識相對薄弱，進口中的環(huán)境觀念更是鮮有涉及。2007年，針對貿(mào)易持續(xù)性順差導致的一系列問題，國家商務(wù)部明確提出了“擴大進口、優(yōu)化結(jié)構(gòu)”的口號，同時將環(huán)境因素置于政策調(diào)整的視域范圍，這對于全面理性地開展國際貿(mào)易具有重要意義?？沙掷m(xù)性進口要求立足國家環(huán)境安全的戰(zhàn)略高度，根據(jù)國家產(chǎn)業(yè)政策和生物健康標準積極引進環(huán)境友好型的產(chǎn)品、技術(shù)與設(shè)備，尤其要積極引進有利于改善生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的環(huán)境產(chǎn)品如污染防治技術(shù)及設(shè)施，使之成為促進我國環(huán)境良性發(fā)展的重要驅(qū)動力；建立有利于環(huán)境保護的進口商品結(jié)構(gòu)，堅決禁止有害廢物的進口，對拆船業(yè)和廢鋼、廢紙進口要實行專營；嚴格禁止有害于世界生物多樣性的野生動植物的進口；嚴格管制有害于生態(tài)環(huán)境的商品進口；加快禁止消耗臭氧層的受控物質(zhì)及其制品的進口。
第4篇：對外貿(mào)易經(jīng)濟分析范文
新貿(mào)易主義下中國對外經(jīng)濟的發(fā)展分析
新貿(mào)易保護主義（New Trade Protectionism）新貿(mào)易保護主義又被稱為“超貿(mào)易保護主義”或“新重商主義”，是20世紀80年代初才興起的，以綠色壁壘、技術(shù)壁壘、反傾銷和知識產(chǎn)權(quán)保護等非關(guān)稅壁壘措施為主要表現(xiàn)形式。目的是想規(guī)避多邊貿(mào)易制度的約束，通過貿(mào)易保護，達到保護本國就業(yè)，維持在國際分工和國際交換中的支配地位。
它們在維護民族利益，保護資源與環(huán)境的旗幟下，行保護之目的，具有名義上的合理性，形式上的隱蔽性，手段上的欺騙性和戰(zhàn)略上的進攻性等特點。
一、新貿(mào)易保護主義產(chǎn)生的原因。
1.國際競爭加劇。
在全球化時代，市場經(jīng)濟制度逐步演化為世界經(jīng)濟發(fā)展的主流制度，而競爭是市場經(jīng)濟最主要的特征之一。目前，競爭已不再作為單純的“手段”或“工具”存在，而逐步演變成為主權(quán)國家和企業(yè)生存與發(fā)展的核心動機，成為實現(xiàn)國家利益和企業(yè)利益的重要手段。各國政府不僅在國際競爭中保護自身的產(chǎn)業(yè)與貿(mào)易利益，而且直接介入本國企業(yè)與外國企業(yè)之間的競爭。一方面，采用進口關(guān)稅或出口補貼等保護手段有利于改善本國企業(yè)的收益和市場地位；另一方面，一旦外國企業(yè)或進口產(chǎn)品危及本國利益時，即使發(fā)達國家的政府也采取直接干預的手段。特別是在“就業(yè)”已經(jīng)逐漸演變?yōu)橐环N公共品的今天，由進口增加導致的失業(yè)問題已經(jīng)具有了越來越突出的政治意義。當本國產(chǎn)業(yè)和勞工群體受到進口沖擊時，來自公眾的呼聲或其他政治壓力必然使政府傾向于對這些領(lǐng)域?qū)嵭斜Ｗo，以排斥競爭的威脅。
2.跨國公司內(nèi)部貿(mào)易的發(fā)展。
隨著跨國公司及其海外經(jīng)營的發(fā)展，國際貿(mào)易的流向和貿(mào)易方式發(fā)生了深刻變化，跨國公司內(nèi)部貿(mào)易在國際貿(mào)易中的地位不斷提高。
跨國公司內(nèi)部貿(mào)易的發(fā)展一定程度上改變了國際貿(mào)易差額的分布?？鐕就ㄟ^內(nèi)部分工和核算體系，在內(nèi)部貿(mào)易中獲得了較為穩(wěn)定的收益，但卻把各國賬面上貿(mào)易差額的此消彼長以及由此引發(fā)的貿(mào)易摩擦甩給了各國政府。作為承接跨國公司產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移最集中的地區(qū)之一的亞洲地區(qū)制成品出口的迅速增長，使其對美國、歐盟保持了較大規(guī)模的貿(mào)易順差，而美國和歐盟跨國公司在亞洲地區(qū)投資企業(yè)的出口已經(jīng)成為美國和歐盟貿(mào)易逆差的重要組成部分。但發(fā)達國家處理貿(mào)易逆差的政策并不主要針對這些大跨國公司，而是拿出口國開刀，以解決與這些國家的貿(mào)易爭端為借口，推行新貿(mào)易保護主義。
3.發(fā)展中大國在國際貿(mào)易中的地位與沖擊。
以中國、墨西哥、馬來西亞、印度等國家為代表的發(fā)展中大國出口規(guī)模迅速擴大，并逐步成為世界制成品市場的重要供應(yīng)者。特別在中低端工業(yè)品市場上，這些國家已經(jīng)形成了一定的出口競爭力，并逐步取達國家原有的市場份額。盡管這些發(fā)展中大國出口的高速增長并未徹底改變國際貿(mào)易不平衡增長的局面，但其出口實力的增強對國際貿(mào)易格局產(chǎn)生了不可忽視的影響。發(fā)展中大國大量低價工業(yè)品進入歐美市場，對其國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)造成了沖擊。為緩解由此形成的貿(mào)易逆差和各種國內(nèi)矛盾，發(fā)達國家利用其政治經(jīng)濟強權(quán)，加強了對這些發(fā)展中出口國的貿(mào)易制裁。
二、新貿(mào)易保護主義對我國的影響。
1.限制了國際市場的拓展。
新貿(mào)易保護主義不利于我國商品拓展國際市場，削弱了傳統(tǒng)商品的競爭優(yōu)勢。我國傳統(tǒng)商品出口以勞動密集型商品為主，受技術(shù)水平、人員素質(zhì)等因素的限制，商品的科技含量、質(zhì)量較低并且難以迅速使之得到提高。美國、日本、英國等發(fā)達國家出于保護本國經(jīng)濟及生產(chǎn)者的利益等目的考慮，往往制定較高的質(zhì)量標準以技術(shù)性標準限制我國“價廉”商品的進入，這對我國的商品出口制造了極大的障礙。
2.限制了服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。
新貿(mào)易保護主義不利于我國服務(wù)貿(mào)易及投資業(yè)務(wù)向世界范圍擴展，打擊了我國企業(yè)參與世界貿(mào)易活動的積極性。近年來我國的對外貿(mào)易糾紛不僅發(fā)生在傳統(tǒng)的商品貿(mào)易領(lǐng)域，而且還有向服務(wù)貿(mào)易及投資業(yè)務(wù)蔓延的趨勢。同時歐盟和美國還批評我國在服務(wù)業(yè)領(lǐng)域，特別是金融和零售業(yè)對外開放程度遠遠不夠，對我國知識產(chǎn)權(quán)保護、勞工標準、衛(wèi)生環(huán)境、人權(quán)等方面加大施壓力度。
三、我國應(yīng)對新貿(mào)易保護主義的措施。
1.借助WTO解決貿(mào)易保護。
可以使爭議的雙方和平、理性、可預見地解決爭議體現(xiàn)了在爭端解決中的不損害公正、不歧視的特點，可避免和防止貿(mào)易限制的扭曲，有利于維護發(fā)展中國家的利益。可見，WTO爭端解決機制的一個主要作用，是能夠確保經(jīng)濟弱國對經(jīng)濟強國的不公平貿(mào)易行為提出挑戰(zhàn)。研究運用WTO規(guī)則，完善我國的反傾銷、反補貼及相關(guān)保障制度，實行有理有度的保護，避免國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)受到嚴重損害。
2.保護本國企業(yè)應(yīng)對國外貿(mào)易壁壘。
一方面政府可以利用自身信息優(yōu)勢幫助國內(nèi)企業(yè)收集各國關(guān)于質(zhì)量、技術(shù)、環(huán)保標準的信息，建立相關(guān)的資料庫并及時更新。另一方面我國應(yīng)積極鼓勵企業(yè)聯(lián)合起來應(yīng)對國外對我國出口產(chǎn)品的反傾銷調(diào)查。我國應(yīng)借鑒國外經(jīng)驗，采取“誰應(yīng)訴、誰受益”原則，在企業(yè)與政府攜手應(yīng)對的基礎(chǔ)上，鼓勵涉案企業(yè)積極應(yīng)訴、挽回市場；同時政府可以按我國成功的建立行業(yè)協(xié)會的經(jīng)驗，建立不同產(chǎn)品的行業(yè)協(xié)會，以行業(yè)協(xié)會代表全行業(yè)進行反傾銷應(yīng)訴，商務(wù)部專門代表國家，幫助企業(yè)與外國政府談判。
四、結(jié)語。
第5篇：對外貿(mào)易經(jīng)濟分析范文
[關(guān)鍵詞] 對外貿(mào)易 經(jīng)濟增長 貢獻率 拉動度
改革開放以來，浙江省對外貿(mào)易發(fā)展迅速，全省進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2004年的852.3億美元，年均增長30.1%，高出全國同期年均增長速度14個百分點。進出口總額占全國的比重從1978年的0.3%增加到2004年的7.4%。尤其是1998年以來，出口規(guī)模穩(wěn)居全國第四，出口增速不僅全國領(lǐng)先，而且在沿海主要省市中也處在領(lǐng)先地位。貿(mào)易順差更是連續(xù)多年名列全國第一，2004年浙江實現(xiàn)貿(mào)易順差310.9億美元，占全國貿(mào)易順差 （320億美元）的97.2%，浙江省對外貿(mào)易的快速發(fā)展對推動經(jīng)濟增長起到了十分重要的作用。無論是從縱向的增長速度，還是橫向的國內(nèi)比較，以及結(jié)構(gòu)性的產(chǎn)品升級，浙江的對外貿(mào)易堪稱中國外貿(mào)奇跡的典型代表。因而對浙江省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系進行實證研究具有較強的現(xiàn)實意義。
一、簡要的文獻回顧
當前對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系問題已成為理論界探討的熱點問題，很多學者從不同角度進行了研究，如陳家勤(1999)通過對進出口依存度、進口GDP增長彈性的研究，得出結(jié)論認為進口增長對GDP增長發(fā)揮了較大作用；林毅夫等(2001)通過聯(lián)立方程組，得出“出口對經(jīng)濟增長具有較大作用”的結(jié)論；石傳玉等(2003)運用誤差修正模型,得出“短期內(nèi)出口促進經(jīng)濟增長、長期內(nèi)進口與出口共同促進經(jīng)濟增長”的結(jié)論。盡管各自選用的方法不同，結(jié)論有異，但一個廣為接受的現(xiàn)實是對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在密切的關(guān)系。然而由于我國幅員遼闊，不同地區(qū)的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展水平存在很大差異，因而對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長在不同地區(qū)可能存在著不同的數(shù)量關(guān)系。筆者旨在分析對外貿(mào)易對浙江經(jīng)濟增長的貢獻率和拉動度，進而分析對外貿(mào)易與浙江經(jīng)濟增長之間的數(shù)量關(guān)系，并據(jù)此提出政策建議。
二、對外貿(mào)易對浙江經(jīng)濟增長的效應(yīng)分析
為分析對外貿(mào)易對浙江經(jīng)濟增長的作用，筆者引入對外貿(mào)易的貢獻率和拉動度兩個概念。對外貿(mào)易的貢獻率是指對外貿(mào)易變量的增量與GDP增量的比率；對外貿(mào)易的拉動度則指對外貿(mào)易的貢獻率與GDP增長率的乘積，它表明在GDP的增長中有多少是由對外貿(mào)易貢獻的。然而在實際測算對外貿(mào)易的貢獻率和拉動度時，到底采用哪一對外貿(mào)易變量，并無統(tǒng)一的認識。凈出口分析法認為應(yīng)采用凈出口增量，因為按照支出法核算國內(nèi)生產(chǎn)總值的恒等式：GDP=C+I+(X-M)，這里C表示消費，I表示投資，X表示出口，M表示進口，(X-M)表示凈出口。用增量的形式表示，則有，式中表示各變量的增量。這意味著GDP的增量是由投資、消費和凈出口三大需求因素的增量決定的，因而對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻率應(yīng)由凈出口增量與GDP增量的比率(百分數(shù))來表示；相應(yīng)的對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的拉動度則等于該比率與GDP增長速度的乘積。而出口總量法則強調(diào)出口總量增長對國民經(jīng)濟的拉動作用，因此認為應(yīng)采用出口增量與GDP增量的比率表示對外貿(mào)易對國民經(jīng)濟增長的貢獻率，用該比率與GDP的增長速度的乘積表示對GDP的拉動度。以上兩種方法現(xiàn)實中都有所采用，因此這里筆者根據(jù)有關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)分別按以上兩種方法計算了1996年以來對外貿(mào)易對浙江經(jīng)濟增長的貢獻率和拉動度，結(jié)果見表1：
表1 1996-2004年對外貿(mào)易對浙江GDP增長的貢獻
資料來源：根據(jù)2005年《浙江省統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)資料整理計算。
從表1可以看出，對外貿(mào)易對浙江GDP增長的貢獻率和拉動度波動較大，但總體具有正的趨勢。按照凈出口分析法，1996年～2004年9年間除1996年的貢獻率和拉動度為負值外，其余年份均為正值，2004年達到最高，貢獻率為41.67%，拉動度為8.2%，說明2004年浙江GDP增長的1848億元中有41.67%是由凈出口貢獻的，GDP增長19.67%，其中有8.2個百分點是由凈出口拉動的。按照出口總量法，各年份均為正值，2000年達到最高，貢獻率為81.04%，拉動度為10.14%?？傮w上看，亞洲金融風暴以后的1998年，外貿(mào)對浙江GDP增長的貢獻率和拉動度有所下降，在加入WTO以后的2002年、2003年、2004年，外貿(mào)對浙江GDP增長的貢獻率和拉動度均有所上升。
但無論凈出口法還是出口總量法都存在一定的缺陷，凈出口法完全將進口作為對國民經(jīng)濟增長的負面因索來考慮，認為進口產(chǎn)品完全是對國內(nèi)需求的抵消，是國內(nèi)可供商品的完全替代。而出口總量法則完全不考慮進口，認為進口產(chǎn)品是國內(nèi)供給不足的補充，兩種方法都有極端性。為了比較準確地衡量對外貿(mào)易對浙江經(jīng)濟增長的作用，下面筆者采用定量方法分析對外貿(mào)易與浙江經(jīng)濟增長的關(guān)系。
三、對外貿(mào)易對浙江經(jīng)濟增長的實證分析
1.變量及模型選擇
為了進一步分析對外貿(mào)易與浙江經(jīng)濟(GDP)之間的數(shù)量關(guān)系，筆者選用浙江省的出口、進口、GDP年度數(shù)據(jù)進行回歸分析。原始數(shù)據(jù)(見表2)取自2005年《浙江省統(tǒng)計年鑒》，樣本區(qū)間為1990年～2004年。
表2 1990年～2004年浙江GDP與進出口額單位:億美元
資料來源：GDP及進出口數(shù)據(jù)見2005年《浙江省統(tǒng)計年鑒》，其中GDP數(shù)值根據(jù)當年中美匯率換算而得（1990年：5.2；1991年：5.4；1992年：5.7；1993年：5.8；1994年：8.6，1995年：8.4；1996年～2004年均為8.28）。
為了消除GDP和進出口數(shù)據(jù)中存在的異方差，對上述各變量分別取對數(shù),并建立如下的線性回歸方程：
(1)
(2)
式中，Y代表GDP，X代表出口，M代表進口，為出口趨勢的截距和斜率，為進口趨勢的截距和斜率，為誤差項。由于筆者旨在考察對外貿(mào)易與浙江GDP增長之間的數(shù)量關(guān)系，因此模型中忽略了影響GDP增長的其他因素。
2.回歸結(jié)果及分析
借助SPSS軟件，對表2中相關(guān)變量取對數(shù)后，采用最小二乘法，對以上模型(1)、(2)分別進行回歸，回歸結(jié)果見表3。
表3 模型的回歸結(jié)果
從回歸結(jié)果看，模型(1)的擬和度很好，調(diào)整的，表明方程總體線性關(guān)系在97%的水平上成立。從經(jīng)濟意義考慮，，表示出口的增加能夠促進GDP的增長；從統(tǒng)計角度看，回歸系數(shù)的估計值都通過了顯著性檢驗?；貧w方程為：lnY=3.295+0.631lnX，這表明在只考慮出口對當年經(jīng)濟影響的情況下，出口每增長1%,將會使浙江GDP增長0.631%。
從模型(2)的回歸結(jié)果看，模型的整體擬和度很好，調(diào)整的=0.962，但是由D.W值可以看出在5%的顯著性水平上,回歸模型的誤差項卻存在正的自相關(guān)，因此在模型中增加AR(1)項，并且以作為AR（1）項，進行重新回歸，得到修正的回歸方程：
lnY=1.776+0.262lnM+[0.567AR(1)]
方程中各項系數(shù)均通過了5%的顯著性水平檢驗，并且整體擬和度也有所改善，調(diào)整的=0.987，D.W=2.674，該方程表明，進口每增加1%，浙江當年的GDP相應(yīng)會增長0.262%。
模型(2)表明進口也會對浙江GDP的增長具有拉動作用，這似乎與傳統(tǒng)的理論有悖，傳統(tǒng)理論認為，對外貿(mào)易對國民經(jīng)濟的拉動作用主要依靠出口或凈出口。實際上，根據(jù)現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論，雖然短期內(nèi)經(jīng)濟增長主要取決于投資、消費和凈出口三大需求因素。但是，從長期來看，經(jīng)濟增長則主要取決于要素供給的增加和生產(chǎn)率的提高。要素供給的增加包括資本和勞動供給的增加；全要素生產(chǎn)率的提高則包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、規(guī)模經(jīng)濟、制度創(chuàng)新、知識進展等，這些都與進口有著密切的關(guān)系。因為進口中往往包含大量的先進設(shè)備和技術(shù)，它雖然不會直接對GDP總額產(chǎn)生正向促進作用，但大量先進設(shè)備和技術(shù)的進口會促進科技進步和生產(chǎn)率的提高，促進經(jīng)濟集約化增長程度的提高，從而導致要素生產(chǎn)率的提高，最終促進GDP增長。從這一點考慮我們就不難理解為什么進口對浙江省的經(jīng)濟增長也有促進作用了。
三、結(jié)論與政策建議
以上分析表明，對外貿(mào)易對浙江的經(jīng)濟增長有明顯的促進作用。在加入WTO以后，其促進作用在不斷加強。因此發(fā)展對外貿(mào)易，有利于浙江利用海外資源來推動經(jīng)濟發(fā)展，也有利于浙江在更大的范圍內(nèi)優(yōu)化資源配置，從而促進經(jīng)濟增長。從實證分析中可以看到，進口也能促進浙江經(jīng)濟增長，因此在加入WTO后經(jīng)濟全球化和新技術(shù)革命的大環(huán)境中，浙江經(jīng)濟要想在更加激烈的外部競爭壓力下持續(xù)發(fā)展，在不斷保持出口優(yōu)勢，提升出口質(zhì)量、品牌、結(jié)構(gòu)的同時，也就應(yīng)充分發(fā)揮進口的作用，只有這樣，才能使浙江更好地參與國際分工，才能在國際貿(mào)易中獲益更多。從可持續(xù)發(fā)展的高度考慮，應(yīng)該限制低科技含量的商品進口，引進高科技含量、可同時服務(wù)于出口部門和非出口部門的技術(shù)設(shè)備和智力資源，提高河北GDP的進口彈性，以利于浙江經(jīng)濟長期可持續(xù)性發(fā)展。
參考文獻：
[1]陳家勤:我國外貿(mào)對經(jīng)濟增長的貢獻與外貿(mào)扶持政策調(diào)整的基本取向[J].財貿(mào)經(jīng)濟，1999第6期
[2]林毅夫李永軍:必要的修正――對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的再考察[J].國際貿(mào)易，2001年第9期
[3]石傳玉王亞菲王可:我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析[J].南開經(jīng)濟研究，2003年第1期
[4]王喜平:對外貿(mào)易對河北經(jīng)濟增長作用的實證分析，商業(yè)研究，2006年第13期，
[5]孫敬水高玲芬孫金秀:浙江省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的協(xié)整分析.國際貿(mào)易問題，2005年第10期
[6]孫敬水龔江洪:進出口對浙江經(jīng)濟增長拉動作用的實證研究.財經(jīng)論叢，2006年第2期
[7]范柏乃毛曉苔王雙:中國出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長貢獻率的實證研究：1952年～2003年，國際貿(mào)易問題，2005年第8期
[8]劉曉鵬:我國進出口與經(jīng)濟增長的實證分析――從增長率看外貿(mào)對經(jīng)濟增長的促進作用.當代經(jīng)濟科學，2001年第3期
[9]許和連賴明勇:我國出口與經(jīng)濟增長關(guān)系分析.湖南大學學報，2001年第3期
第6篇：對外貿(mào)易經(jīng)濟分析范文
[關(guān)鍵詞] 外商直接投資 經(jīng)濟增長 對外貿(mào)易
一、研究現(xiàn)狀與理論背景
淮安是極具發(fā)展?jié)摿Φ拈_放型城市。全市對外開放步伐不斷加快，正在加速融入經(jīng)濟全球化。外貿(mào)市場不斷擴大，先后與日本、美國、歐盟等105個國家建立了貿(mào)易往來。利用外資勢頭良好，吸引了韓泰輪胎等20多個國際知名大公司、大企業(yè)來淮投資，現(xiàn)有各類外資企業(yè)700多家，實際利用外資累計已達18億美元。在這樣的一個時代背景之下，研究淮安市的外商直接投資、經(jīng)濟增長和對外貿(mào)易的關(guān)系具有很強的現(xiàn)實意義。
國內(nèi)外基于外商直接投資、經(jīng)濟增長和對外貿(mào)易的研究比較豐富，李靜萍(2001)得出結(jié)論:認為FDI是我國經(jīng)濟增長的主要推動力。Frankel and Romer(1999)、夏友富(1999)同樣得出，貿(mào)易和FDI 能夠促進經(jīng)濟增長。李超(2005)得出，經(jīng)濟高速增長吸引了大量的外資，外商直接投資促進了我國經(jīng)濟的增長。但是這些研究只是從中國的宏觀經(jīng)濟角度考察論證了外商直接投資的影響，關(guān)于中小城市尤其是蘇北相對落后地區(qū)的研究呈現(xiàn)一片空白。本文主要以淮安為立足點，來實證研究外商直接投資對于淮安的經(jīng)濟增長和對外貿(mào)易的影響。
二、淮安市FDI與經(jīng)濟增長和對外貿(mào)易的實證分析
1.淮安市FDI與經(jīng)濟增長的時間序列模型分析
(1)簡單的時間序列模型分析
GDPt=a+bFDIt Ln(GDPt)=a+bLn(FDIt)
在這里GDPt、FDIt分別表示淮安市第t期的GDP和FDI總量，Ln(GDPt)和Ln(FDIt)分別來代替第t期GDP和FDI的增長率?；貧w結(jié)果如下：GDP= 34.26 +2.48FDI
(11.328)(16.194)
R2=0.9523，調(diào)整后的R2=0.9457，DW=0.59，F(xiàn)=329.06
Ln (GDP) =3.18+0.19Ln (FDI)
(53.82) (6.543)
R2=0.878，調(diào)整后的R2=0.856，DW=0.4961，F(xiàn)=61.75由于DW值過小，基礎(chǔ)模型存在著自相關(guān)，需要進行差分。
GDP=42.61+3.594FDI+0.598AR (1)
(5.811) (8.359) (4.397)
R2=0.9698，調(diào)整后的R2=0.9589，DW=1.765，F(xiàn)=249.88
最終結(jié)果，F(xiàn)DI與GDP兩者之間的相關(guān)性高達0.9698，當FDI增加1美元，則會帶動GDP增長3.594美元。
(2)帶有滯后項的時間序列模型分析
外商直接投資作為固定資產(chǎn)投資來源的一個部分，其對經(jīng)濟增長的作用具有當年的需求效應(yīng)和滯后年份的供給效應(yīng)?？紤]解釋變量的滯后效應(yīng)，建立模型如下：
GDPt=a+bFDIt+cFDIt-1+dFDIt-2+……+ut
LnGDPt=a+bLnFDIt+cLnFDIt-1+dLnFDIt-2+……+ut
計算得出:線性型模型中的FDI對當期和第四期的顯著性較好，對數(shù)型模型中的FDI第三期、第四期和第五期的顯著性較好，可以較好的表現(xiàn)出FDI對GDP的滯后效應(yīng)。所以建立如下模型：
GDPt=a+bFDIt+cFDIt-4
LnGDPt=a+bLnFDI+cLnFDIt-3+dLnFDIt-4+eLnFDIt-5
得到回歸結(jié)果如下：
GDPt=49.256+1.993FDIt+2.477FDIt-4
(18.384) (5.967)(4.766)
R2=0.972，調(diào)整后的R2=0.964，DW=1.294，F(xiàn)=368.41
Ln GDPt=3.984+0.027LnFDIt+0.039LnFDIt-3+0.154LnFDIt-4+
0.026LnFDIt-5
(96.563) (1.102)(0.897)(2.113)(3.478)
R2=0.955，調(diào)整后的R2=0.948，DW=1.961，F(xiàn)=128.334
結(jié)果得出，當期FDI每增加1美元，GDP增加1.993美元，即FDI增長1%，則帶來當年GDP增長0.027%。線性模型中第四期對當期GDP存在顯著影響，其影響程度是2.477;對數(shù)模型中第三期、第四期和第五期的影響分別為0.039%,0.154%和0.026%?；蛘哒f，每增加1美元，可以帶來1.993美元GDP增長的需求效應(yīng)和2.477美元的供給效應(yīng)。即FDI增長1%，可以帶來0.027%GDP增長的需求效應(yīng)和0.219%的供給效應(yīng)。
在5%的顯著性水平下，增長率模型中自變量和AR項回歸系數(shù)t統(tǒng)計值通過了臨界值，自變量回歸系數(shù)呈現(xiàn)高度顯著性，擬和優(yōu)度高達97.2%和95.5%，回歸方程的F統(tǒng)計值達到較高顯著性水平，這說明外商直接投資對淮安經(jīng)濟增長具有顯著的作用。
2.淮安市FDI與經(jīng)濟增長的因果分析
模型 1:Ln GDPt=a0+alLn GDPt-1+a2Ln FDIt-1+a3Ln FDIt-2+ult
模型 2:Ln FDIt=b0+blLn FDIt-1+b2Ln GDPt-1+b3Ln GDPt-2+u2t
回歸結(jié)果如下:Ln GDPt=2.1458+0.5394Ln GDPt-1-0.0253Ln FDIt-1+0.1576LnFDIt-2
LnFDIt=-0.8724+0.8791LnFDIt-1+1.117LnGDPt-1-1.3492LnGDPt-2
得出結(jié)果:a2+a3=0.1323，b2+b3＝-0.2322，這說明FDI與GDP之間存在相互影響，F(xiàn)DI增長與GDP增長是互為因果關(guān)系的，但不同的是，F(xiàn)DI的后兩期對GDP有正的影響，而GDP的后兩期對FDI是負的效應(yīng)。得出結(jié)論:在5%顯著性水平下，F(xiàn)DI的增長是GDP增長的原因，GDP的增長不是FDI增長的原因。
對上述結(jié)果用Eviews進行檢驗得出:當確定5%的顯著性水平時，滯后期為1～2時，F(xiàn)DI增長是GDP增長的因果關(guān)系，這個結(jié)果和前面Granger因果分析的結(jié)果是一致的。滯后期為3～4時，F(xiàn)DI增長和GDP增長彼此獨立，相互之間沒有影響。因此，本文可以認為在FDI進入后的短期內(nèi)，F(xiàn)DI的增長是GDP增長的原因，而在長期看來沒有多大的影響。因此，我們對待FDI還是應(yīng)當抱著積極引進的態(tài)度，但不能單一的依靠FDI來發(fā)展淮安市的經(jīng)濟。從根本上來看，淮安市的經(jīng)濟長期增長是要依靠本地區(qū)的資本積累和技術(shù)進步，所以如何利用FDI促進淮安市的資本積累和企業(yè)的技術(shù)進步才是保證經(jīng)濟持續(xù)增長所要解決的關(guān)鍵問題。
3.淮安市FDI與對外貿(mào)易的分析
(1)簡單時間序列模型
Tt=a+bFDIt
回歸結(jié)果如下：
Tt=7.594+2.698FDIt
(1.461) (14.659)
R2=0.924，調(diào)整后的R2=0.918，DW=0.493，F(xiàn)=167.45
由于DW值過小，存在著自相關(guān)，需要進行差分。回歸結(jié)果如下：
Tt=8.77+2.849FDIt+0.59 AR(1)
(0.5891) (6.1147) (3.4368)
R2=0.931，調(diào)整后的R2=0.924，DW=1.722，F(xiàn)=134.68
計算結(jié)果顯示,FDI與對外貿(mào)易兩者之間的相關(guān)性高達0.931，當FDI增加1美元，則會帶動T增長2.849美元。
(2)帶有滯后項的時間序列模型
建立有滯后項的時間序列模型如下：
Tt=a +bFDIt+cFDIt-1+dFDIt-2+……+ut
計算得出：線性型模型中的FDI對當期和第三期的顯著性較好，可以較好的表現(xiàn)出FDI對T的滯后效應(yīng)。因此建立如下模型:
Tt=a + bFDIt+cFDIt-3
回歸結(jié)果如下：
Tt=9.52+2.116FDIt+4.195FDIt-3
(2.958) (4.986) (5.843)
R2=0.956，調(diào)整后的R2=0.947，DW=2.47，F(xiàn)=271.36
結(jié)果表明，每增加1億美元FDI，可以在當年帶來2.116億美元T增長的需求效應(yīng);如果從供給角度分析，外商直接投資每增加1億美元可以帶來4.195億美元T增長的供給效應(yīng)。
三、結(jié)論
本文使用多個經(jīng)濟計量模型，基于《淮安統(tǒng)計年鑒》對FDI與GDP、FDI和對外貿(mào)易之間的關(guān)系進行了分析，得出以下結(jié)論:
1.FDI與GDP存在顯著的正相關(guān)，F(xiàn)DI的增長對GDP的增長具有推動作用
對FDI與GDP之間的Granger因果分析得出，在短時期內(nèi)FDI的增長是GDP增長的Granger因果關(guān)系，但從長期來看，這兩者之間沒有顯著的因果關(guān)系。因此，單純的FDI的增量只是對短期的經(jīng)濟增長存在影響，而對經(jīng)濟長期增長的影響，需要通過其它渠道才能夠得以實現(xiàn)。
2.FDI與對外貿(mào)易存在著顯著的正相關(guān)，F(xiàn)DI對對外貿(mào)易的增長具有正面的影響的作用
這種推動作用與FDI對GDP的影響一樣，不僅表現(xiàn)在當期，還表現(xiàn)在前期的FDI流入量對當期對外貿(mào)易增長存在滯后影響。從供給和需求兩方面，F(xiàn)DI對對外貿(mào)易產(chǎn)生了積極的作用，所以FDI的流入有利于淮安市實現(xiàn)經(jīng)濟的持續(xù)增長。
根據(jù)本文的分析，我們需要進一步改善投資環(huán)境、加快開發(fā)區(qū)建設(shè)、抓住機遇，創(chuàng)新招商方式，控制吸收外資的規(guī)模，提高利用外資的質(zhì)量和水平，擴大利用外資領(lǐng)域、加強對外資的產(chǎn)業(yè)政策導向以便等措施，盡可能地讓外商直接投資對淮安市的經(jīng)濟發(fā)展發(fā)揮更大的作用。
參考文獻:
[1]桑國秀:外商直接投資與區(qū)域經(jīng)濟增長[J].河北科技大學學報，2005(12):5～4
[2]李超:外商直接投資與我國經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析[J].市場周刊,2005,11月號
[3]蕭政 沈艷:外商直接投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系及影響[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2002(1)
[4]Maxwell J.Fry.Foreign Direct Investment in Southeast Asia-Differential Impacts. ASEAN Economic Research Unit，Institute of Southeast Asian Studies.1995
第7篇：對外貿(mào)易經(jīng)濟分析范文
關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易；經(jīng)濟增長；貿(mào)易依存度
一、引言
2001年我國入世以來，河南省對外貿(mào)易呈現(xiàn)快速發(fā)展的趨勢，進口額平均年增長約24.60%左右，進口額平均年增長約21.80%，可見加入WTO后，河南省也積極參與了國際。但同時也可以看出國際環(huán)境的變化對河南省進出口貿(mào)易的影響也越來越大了，如2009年由于美國次貸危機引發(fā)的金融危機對河南省貿(mào)易影響是很大的，出口額由2008年的750億元下降為501億元，大約下降了33%；進口額由2008年的473億元下降為416億元，大約下降了12%。改革開放以來，河南省經(jīng)濟取得了快速發(fā)展，2012年GDP就達到24931億元，比1978年增長了140多倍，年均增長率約為11%。根據(jù)文獻理論知，對外貿(mào)易一般會持續(xù)推動經(jīng)濟增長，為了明確河南省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的相性，本文將從統(tǒng)計視角，對河南省對外貿(mào)易依存度進行統(tǒng)計分析得出，探討貿(mào)易與經(jīng)濟發(fā)展的相關(guān)性。
二、對外貿(mào)易依存度的統(tǒng)計分析
對外貿(mào)易依存度是指一國（地區(qū)）進出口總額與其GDP之比，比重的變化意味著對外貿(mào)易在國民經(jīng)濟中所處地位的變化。為了準確描述河南省對外貿(mào)的依賴程度，本文在計算出1978-2010年間的對外貿(mào)易依存度之外，還分別算出出口依存度及進口依存度，進口依存度可反映河南省對外開放程度，而出口依存度則反映河南省經(jīng)濟增長對對外貿(mào)的依賴程度及參與國際分工程度。
根據(jù)筆者整理的相關(guān)數(shù)據(jù)，繪制出河南省對外貿(mào)易依存度趨勢圖及其描述性統(tǒng)計量值表（表1）。河南省對外貿(mào)易依存度總體呈現(xiàn)上升的趨勢，表明河南省經(jīng)濟發(fā)展對貿(mào)易的依賴程度越來越大，同時也表明對外貿(mào)易在河南省經(jīng)濟發(fā)展中的地位越來越重要。由于河南省農(nóng)業(yè)比重較大、制成品比重不高及出口競爭力不強等原因?qū)е聦ν赓Q(mào)易依存度偏低，如在改革開放初期（1980-1983年）只有1%左右，雖然近年來上升幅度較大，但是最高也不到7%，遠遠低于我國同期平均水平。由表1知，通過比較1978-2000年和2001-2010年兩個時間段的相關(guān)統(tǒng)計量值發(fā)現(xiàn)，無論是總貿(mào)易依存度還是進出口依存度，它們的 Mean（平均值）在變大，說明加入WTO后貿(mào)易對河南省經(jīng)濟發(fā)展促進作用越來越大，河南省市場也在不斷開放；而Std.Dev.（標準差）在變小，說明1978-2000年間貿(mào)易依存度分布要比2001-2010年間的值分散，波動性較大，這可能是改革開放初期，河南省出口的是初級產(chǎn)品，對國外市場的依賴性比較高，國外的市場波動對河南省出口的影響比較大。
三、結(jié)論與啟示
筆者通過對河南省改革開放以來的對外貿(mào)易依存度分析表明：河南省進出口貿(mào)易依存度總體呈現(xiàn)上升的趨勢，但是遠遠低于全國的同期水平，如2008年我國的外貿(mào)易依存度為58.2%，而河南省的外貿(mào)易依存度只有6.79%，其中出口依存度為4.17%，進口依存度只有2.62%，可見河南省的開放度還是很低的，今后河南省需進一步開放市場。同時也說明對貿(mào)易是河南省經(jīng)濟發(fā)展的一塊短板，對河南省加速經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了一定的阻力。故此，今后河南省需要進一步加快對外開放步伐，充分利用國際資源，才能更好地帶動經(jīng)濟健康快速的發(fā)展。
參考文獻：
[1]李晶.對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的協(xié)整及因果關(guān)系檢驗[J].統(tǒng)計教育，2005， （6）：48-50
[2]羅茹月.改革開放以來江西省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的實證分析[J].經(jīng)營管理者，2011，（4）：65-66
第8篇：對外貿(mào)易經(jīng)濟分析范文
關(guān)鍵詞 對外貿(mào)易 經(jīng)濟增長 協(xié)整檢驗 格蘭杰檢驗
一、重慶市對外貿(mào)易發(fā)展的現(xiàn)狀
作為西部地區(qū)經(jīng)濟的領(lǐng)頭軍，重慶市近十幾年的經(jīng)濟發(fā)展迅速。1987年的進口總額12235萬美元，2006年達211821萬美元，增加17.3倍。1987年的出口額為17446萬美元，2006年達33519萬美元，增加19.2倍。1987年的進出口總額為29681萬美元，2006年的進出口總額為547013萬美元，增加18.4倍并且，1987年重慶市的GDP為190.35億元，2006年的GDP為3491.57億元，增加18.37倍。對外貿(mào)易與經(jīng)濟同步增長，對外貿(mào)易 增長速度高于經(jīng)濟增長速度，出口增長速度高于進口增長速度，已成為重慶市經(jīng)濟發(fā)展的一個重要特點。在這種情況下研究重慶市對外貿(mào)易與對外經(jīng)濟增長的關(guān)系，對于促進重慶市經(jīng)濟發(fā)展，承接西部大開發(fā)政策，具有理論上和實踐上的意義。
二、選擇分析數(shù)據(jù)和預處理
本文選取1996~2006年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于重慶市統(tǒng)計年鑒。依據(jù)經(jīng)濟學理論和計量經(jīng)濟學分析指標選取的原則，選擇了國內(nèi)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟增長狀況的衡量指標，為了消除價格變動的影響，用商品零售價格指數(shù)（1978年為100）對各變量指標進行了平價計算。對各變量指標值進行了平價計算,分別GDP,TOT、EM、IM代表經(jīng)過平價計算后的國內(nèi)生產(chǎn)總值、進出口總額、進口總額和出口總額的指標值?；跀?shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變變量間原有的協(xié)整關(guān)系,能使變量趨勢線性化,并可在一定程度上消除時間序列中存在的異方差。經(jīng)過一階差分處理后的LGDP、LTOT、LEM和LIM均圍繞均值做上下波動,呈現(xiàn)出平穩(wěn)時間序列的特征。初步認為LGDP、LTOT、LEM和LIM為一階單整時間序列,且由于各變量對數(shù)都有不斷增長的趨勢,并且變動的方向較為一致,可以從主觀上判斷LGDP、LTOT、LEM和LIM間可能存在協(xié)整關(guān)系,但變量的平穩(wěn)性和變量間的協(xié)整關(guān)系仍須經(jīng)計量檢驗才能最終確定。
三、LGDP、LTOT、LEM和LIM的平穩(wěn)性檢驗
在進行協(xié)整關(guān)系檢驗之前,首先需進行變量的平穩(wěn)性檢驗,確定其單整的階數(shù)。所有變量同階單整是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件對一組時間序列變量平穩(wěn)性進行檢驗的方法是單位根檢驗。單位根檢驗方法主要有DF(Dickey-Fuller)檢驗法、ADF(Augmented Dickey-Fuller)檢驗法和PP(Phillips-Perron)檢驗法,根據(jù)本文的需要,選擇ADF檢驗法作為檢驗的法。運用eviews5.0軟件對LGDP、LTOT、LEM和LIM,LGDP、LTOT、LEM、LIM分別進行ADF檢驗[5]。進行ADF檢驗時,變量的滯后期由eviews5.0軟件根據(jù)AIC和SC值最小的原則進行自動確定。LGDP、LTOT、LEM和LIM具有一定的時間趨勢,因此,采用有常數(shù)、有時間趨勢的模型進行檢驗。可得LGDP、LTOT、LEM、LIM～I(1),即LGDP、LTOT、LEM和LIM是一階單整時間序列,LGDPLEM、LIM、LTOT～I(0),即LGDP、LEMLIM、LTOT是0階單整時間序列。可以進一步檢驗LGDP、LTOT、LEM和LIM之間是否存在協(xié)整關(guān)系。
四、LGDP、LTOT、LEM和LIM協(xié)整關(guān)系檢驗
本文使用eviews5.0軟件采用Johansen檢驗法進行協(xié)整關(guān)系檢驗。用于檢驗協(xié)整關(guān)系的模型選擇觀測序列有線性確定性趨勢并且協(xié)整方程(CE)僅有截距的類型,滯后期的選擇依據(jù)AIC和最大特征值檢驗對LGDP、LTOT、LEM和LIM的協(xié)整關(guān)系進行檢驗,特征值軌跡檢驗和最大特征值檢驗的結(jié)果均表明LGDP、LTOT、LEM和LIM具有唯一的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系的確立證明了LGDP、LTOT、LEM和LIM具有共同的變化趨勢,可以進行回歸分析和Granger因果檢驗。
五、LGDP、LTOT、LEM和LIM的Granger因果檢驗
協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果說明,LGDP、LTOT、LEM和LIM之間有著長期穩(wěn)定的關(guān)系。相關(guān)系數(shù)也證明了這一點。協(xié)整關(guān)系說明變量的同方向變化的關(guān)系,相關(guān)系數(shù)表明變量之間有關(guān)系,但變量之間是否存在因果關(guān)系并不確定,仍須進一步的驗證。驗證因果關(guān)系的檢驗方法為Granger因果檢驗法。本文運eviews5.0軟件進行LGDP、LTOT、LEM和LIM之間的相互因果關(guān)系檢驗,檢驗結(jié)果如表所示。
表中結(jié)果顯示GDP和進出口總額、進口總額，出口總額沒有明顯的Granger因果關(guān)系。
六、結(jié)論
根據(jù)對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長間的因果關(guān)系檢驗結(jié)果,可知現(xiàn)階段重慶市經(jīng)濟增長主要依靠投資和消費實現(xiàn)的高速度,出口對經(jīng)濟增長沒有明顯的促進作用,說明目前重慶市還不是出口導向型經(jīng)濟。但是投資、消費和凈出口是短期經(jīng)濟增長的因素,重慶市要保持經(jīng)濟快速增長必須重視出口的作用,制定促進出口的政策措施,提高出口產(chǎn)品的附加值,增強高技術(shù)產(chǎn)品的競爭力。同時充分利用進口可以增加要素的供給和提高全要素生產(chǎn)率的作用,實現(xiàn)長期穩(wěn)定的經(jīng)濟增長。
[參考文獻]
[1] 孫建勝山東省對外經(jīng)濟貿(mào)易與經(jīng)濟增長的協(xié)整及因果關(guān)系的實證檢驗 山東經(jīng)濟。 2005（9）.
[2] 張曉峒 計量經(jīng)濟學基礎(chǔ)[M]天津，南開大學出版社，2001.
[3] 王維國 叢春 霞何向華.計量經(jīng)濟學[M].大連:東北財經(jīng)大學出版社, 2002.
[4] 重慶統(tǒng)計局 重慶統(tǒng)計年鑒[Z].重慶統(tǒng)計出版社，2007年.
第9篇：對外貿(mào)易經(jīng)濟分析范文
一、20世紀90年代以來我國的四次通貨膨脹及湖南對外貿(mào)易情況分析
1.20世紀90年代以來我國經(jīng)歷的四次通貨膨脹概況
20世紀90年代以來四次通貨膨脹分別為從1988年開始的延續(xù)到90年代初的嚴重通脹，其通脹率為18%；1993、1994年的嚴重通貨膨脹率最高達21.7%；從2003年下半年開始的溫和性通貨膨脹，通貨膨脹率為3%左右 ；從2008年的全球性經(jīng)濟危機開始蔓延的通貨膨脹，通脹率為6%
2.20世紀90年代以來四次通貨膨脹中湖南對外貿(mào)易的情況
在通貨膨脹的四個階段，湖南的對外貿(mào)易情況有以下幾個特點：
（1）湖南省的出口總額在通貨膨脹時期總體上是下降的趨勢。在通貨膨脹年份即四個通貨膨脹階段，出口總額都會有一個下降的趨勢，很大程度上就是由于通貨膨脹帶來的物價上漲，貨幣貶值，出口商品的競爭力下降。
（2）湖南省在通貨膨脹嚴重的年份進口總額有明顯于其它年份的增加。在這種情況下是由于我國的通貨膨脹形勢使得國外商品的價格優(yōu)勢和競爭力增強，當國外的商品相對于國內(nèi)的商品具備這種優(yōu)勢，進口商會選擇更具競爭力的產(chǎn)品，那么進口總額就會會增加。
(3)湖南地區(qū)生產(chǎn)總值與外貿(mào)進口依存度在通貨膨脹階段呈同向趨勢。外貿(mào)進出口依存度是反映一個地區(qū)的對外貿(mào)易進出動對該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響和依賴程度的經(jīng)濟分析指標。從最終需求拉動通貨膨脹的角度看，該指標還可以反映一個地區(qū)的外向程度。90年代以來，湖南省對外貿(mào)易得到發(fā)展，對外貿(mào)易依存度也有所上升。雖然湖南有一定的貿(mào)易順差，但是作為一個內(nèi)陸省份要發(fā)展經(jīng)濟就要走上外向型經(jīng)濟發(fā)展道路，隨著貿(mào)易順差的減小將給湖南的拉動型通貨膨脹帶來影響。
二 、通貨膨脹對湖南對外貿(mào)易影響的機理分析
1.通貨膨脹通過國外商品的價格傳導途徑對湖南對外貿(mào)易的影響
從國外商品的價格傳導途徑看，前些年，我省對外商品出口連續(xù)走高，對外貿(mào)易連年出現(xiàn)順差。主要是由于世界各主要經(jīng)濟體如美國、歐盟和日本等國市場需求的增加。我省的主要進出口伙伴是美國，韓國，日本，歐盟等國和地區(qū)。這些活躍的市場與地區(qū)對對外貿(mào)易中拉動出口增長有很大的影響作用。由于受到通貨膨脹的影響，我國的主要價格指數(shù)都處于偏高位運行，出口成本的增加導致了出口總額的下滑。
我國通貨膨脹具有結(jié)構(gòu)性特征，即上游產(chǎn)品價格增幅較大，下游產(chǎn)品增幅較小。價格上漲趨勢向下游傳導時顯示出一定的阻礙效果。如今，湖南已經(jīng)形成依靠出口為主導的工業(yè)化、高儲蓄率的貨幣、凈出口和固定投資拉動的通貨膨脹模式。湖南的進出口總額受到通貨膨脹的影響下滑的趨勢較明顯。同時在一系列出口政策變化以及升值等影響下，有出口下降程度顯著。凈出口額的滑落的現(xiàn)象。固定投資比例的增加雖然并沒有使得湖南省的對外貿(mào)易嚴重的緊急衰退，但是固定投資的份額在不斷的增加，這表示著投資的持續(xù)增加將導致大量的產(chǎn)能過剩和不良貸款問題。短期內(nèi)的投資過熱雖然會引發(fā)經(jīng)濟過熱和通貨膨脹更加趨于嚴重。
2.通貨膨脹通過成本傳導途徑對湖南對外貿(mào)易的影響
成本傳導途徑的傳導機制是：由于國際市場上石油、原材料等價格上漲，導致國內(nèi)這些基礎(chǔ)產(chǎn)品的輸入價格增加，從而引起國內(nèi)的價格上漲，并最終引發(fā)成本推動型通貨膨脹。目前國際油價已創(chuàng)新高，達104美元/桶。高油價進一步拉高了通貨膨脹預期。自2003年開始，全球經(jīng)濟就處于一種擴張的態(tài)勢，流動性開始逐漸過于剩于，國際市場部分商品和服務(wù)價格也已出現(xiàn)了大幅上漲。湖南省進口貿(mào)易中的原料和燃料等初始生產(chǎn)要素是國內(nèi)無法自產(chǎn)而又必需的，需求價格彈性較小。原材料價格的上漲會提高廠商的生產(chǎn)成本，引起物價上漲，會對國內(nèi)經(jīng)濟產(chǎn)生一定的影響，也將使得商品的出口價格上漲。對外貿(mào)易企業(yè)的勞動力的生活成本會隨著通貨膨脹的加劇而要求更高的工資補貼。這對于外貿(mào)企業(yè)來說是一項較大的支出。特別是我省現(xiàn)在的出口一般是以制造業(yè)產(chǎn)品為主，勞動力的缺失會導致對外貿(mào)易的停頓.
三、通貨膨脹對湖南對外貿(mào)易的影響分析
1.通貨膨脹對湖南進出口總量的影響
(1)通貨膨脹對湖南出口總量的影響
從表1的數(shù)據(jù)可以看出出現(xiàn)通貨膨脹的1994年出口總額比上年出口總額減少了3.25億美元。而其他出現(xiàn)通貨膨脹的年份，雖然沒有直接的進出口額的下滑，但實際上卻沒有隨著經(jīng)濟的發(fā)展達到相應(yīng)的進出口水平，這說明了通貨膨脹對出口相關(guān)的貿(mào)易發(fā)展有一定的影響。以2008年的通貨膨脹為例分析， 2008年湖南省的進出口總額是84.09億美元，而2010則下降到79.5億美元。下降了4.59億美元。我省主要的出口貿(mào)易方式是一般貿(mào)易，其對成本價格敏感；2008年的主要出口貿(mào)易行業(yè)是鋼材行業(yè)和有色金屬行業(yè)，這些行業(yè)成本受原材料等初始生產(chǎn)要素的價格影響大。
(2)通貨膨脹對湖南進口總量的影響
從20世紀90年代以來的四次通貨膨脹所對應(yīng)的年份結(jié)合表一來分析。
從四個通貨膨脹階段所對應(yīng)的反映湖南省進口總額的圖3來看，四個柱狀圖基本成v字形態(tài)。這些數(shù)據(jù)反映的是通貨膨脹之后的年份進口水平低于通貨膨脹的時期。1988年1989年的湖南進口總額分別高于1990年0.6億美元和0.5億美元。1994年到1995年也高于通貨膨脹后的1996年1.12億和0.96億美元。2004年的數(shù)據(jù)顯示湖南的進口總額高于2006年的2008年的湖南省進口總額是41.61億美元，而到了2010年湖南進口總額猛增了25.69億美元達到了67.5億美元，年平均增長速度達到27.2%。這與之前未出現(xiàn)通貨膨脹的年份的進口緩慢態(tài)勢有很大的不同。這是由于國內(nèi)的通貨膨脹使然。
2.通貨膨脹對湖南對外貿(mào)易產(chǎn)品的影響
2008年到2010年的通貨膨脹時期，湖南省出口行業(yè)及所占比重都有一些變化，鋼材行業(yè)由2008年的占總出口額的22%下降到2010的所占比例的15%，未鍛造錳產(chǎn)品則是由2008年占湖南省的出口的5%到2010鮮少出口。雖然湖南省總的進出口額是增長的，但是在通貨膨脹的影響下，出口已不是拉動通貨膨脹、發(fā)展對外貿(mào)易的強勢增長點。
在進口的行業(yè)產(chǎn)品方面，機電產(chǎn)品一直占據(jù)主導地位，經(jīng)過2008年以來的通貨膨脹形勢，機電產(chǎn)品的份額下降了5.91%，但是其他產(chǎn)品2008年到2010年的比重增加了20.61%，這說明在通貨膨脹的形勢下，進口產(chǎn)品的種類增加，進口份額逐漸趨于平衡。2008年占湖南進口產(chǎn)品第二位的鐵礦砂及其精礦到了2010年有鋼材產(chǎn)品所替代，鋼材產(chǎn)品2010年占進口比重的15.01%，其原因可總結(jié)為國際原材料和鐵礦石價格的上漲，進口鐵礦石等初級產(chǎn)品的成本大幅度提高，轉(zhuǎn)而進口鋼材成品更具有價格優(yōu)勢。湖南進口產(chǎn)品中的高科技術(shù)產(chǎn)品的份額也有增加，增幅0.6%，這是由于進口高科技術(shù)產(chǎn)品由于中國物價的上漲具有了價格的競爭力會帶來進口額度的增加。
四 、當前通貨膨脹形勢下加快湖南對外貿(mào)易的應(yīng)對策略
湖南經(jīng)濟作為中國整體經(jīng)濟的一部分，在當前通貨膨脹的前提下，其影響是必然的，也是難已規(guī)避的，只有正視。積極探尋在國際經(jīng)濟條件下的地區(qū)發(fā)展經(jīng)濟的策略，盡量減少因通貨膨脹對地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展影響，是我們的唯一選擇。
1.加快湖南對外貿(mào)易的結(jié)構(gòu)調(diào)整和增長方式的轉(zhuǎn)變
通貨膨脹對對外貿(mào)易中的影響中有抑制出口的影響，只有具有高科技含量和高附加的產(chǎn)品才能較少的受到波及。湖南省的進出口產(chǎn)品主要以機電產(chǎn)品為主，出口行業(yè)所提供的高科技含量、高附加值的產(chǎn)品所占比例很小。 因此，我省要積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，鼓勵和引導具有知識產(chǎn)權(quán)的且具有國際競爭力的企業(yè)大步走向國際市場，參與國際競爭；同時要應(yīng)對通貨膨脹的風險，抓住機遇，擴展貿(mào)易空間。
2.完善出口措施減輕通貨膨脹對出口的抑制
通貨膨脹進一步優(yōu)化出口退稅政策,鼓勵省內(nèi)企業(yè)出口，鼓勵企業(yè)投保出口信用保險，降低出口風險。同時調(diào)整出口補貼的方向，將出口補貼的重點轉(zhuǎn)向產(chǎn)品價值鏈的研發(fā)環(huán)節(jié)，調(diào)整現(xiàn)行的科研和技改政策，推進省內(nèi)企業(yè)的技術(shù)和產(chǎn)品創(chuàng)新，促使湖南省產(chǎn)業(yè)獲得動態(tài)的比較優(yōu)勢。應(yīng)對通貨膨脹的影響建立與國際市場同步的價格體系和適應(yīng)目前市場經(jīng)濟運營環(huán)境的價格運行機制。同時也要加強對出口企業(yè)的協(xié)調(diào)與管理，避免因通貨膨脹而引發(fā)貿(mào)易摩擦，導致出口市場和效益的流失。要強化對外貿(mào)易中中介機構(gòu)的功能，為出口企業(yè)提供全方位服務(wù)。應(yīng)提高現(xiàn)有行業(yè)協(xié)會的服務(wù)功能，建立和完善涉外服務(wù)體系，同時加強外經(jīng)貿(mào)管理部門及海關(guān)、外匯、保險、銀行、商檢等機構(gòu)的網(wǎng)絡(luò)化建設(shè)。對具有自主知識產(chǎn)權(quán)的高新技術(shù)產(chǎn)品出口企業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)品研發(fā)項目給予各方面的協(xié)助。
3.加強國際經(jīng)濟監(jiān)測及預警
要應(yīng)對通貨膨脹對商品價格的影響，主要是要加強對國際市場價格波動、主要商品進出口數(shù)量與價格的監(jiān)測及預警工作，充分發(fā)揮進出口對供求總量平衡與結(jié)構(gòu)平衡調(diào)節(jié)的作用。我省以往的價格調(diào)控主要是局限于國內(nèi)市場，對國際市場價格波動以及進出口數(shù)量與結(jié)構(gòu)的變化對國內(nèi)市場供求總量與結(jié)構(gòu)平衡的作用重視不夠，以至于對外貿(mào)易沒有很好地起到調(diào)節(jié)國內(nèi)市場供求關(guān)系和平抑國內(nèi)價格波動的作用。
4.控制物價建立價格調(diào)節(jié)機制
為了防止通貨膨脹對進出口商品的不利影響，需要建立一個物資儲備和價格調(diào)節(jié)基金制度。主要以控制國內(nèi)市場價格為主，同時防止國際市場的突變，以期減少對國內(nèi)價格的影響，并根據(jù)國際市場的供應(yīng)和需求進行調(diào)控。由于世界經(jīng)濟日益一體化，通貨膨脹將影響國內(nèi)市場供求平衡和價格穩(wěn)定，會對湖南省內(nèi)市場造成在沖擊。為了確保國家的經(jīng)濟穩(wěn)定和政治安全的食品，石油和其他重要的戰(zhàn)略物資，建立健全物資儲備基金制度和價格監(jiān)管，以防止國際市場供求和市場價格在國內(nèi)市場的變化引起的較大的影響。
5.加強金融對湖南外貿(mào)的服務(wù)和推進作用
